청년 1인가구의 사회적 관계
노 혜 진
(KC대학교) 본 연구는 최근 급증하고 있는 청년 1인가구에 주목하여 그들의 사회적 관계는 어떠한 상태인가를 분석하였다. 보다 정확한 데이터에 기반한 분석을 위하여 통계청의 ‘생활시 간조사-함께한 사람’ 자료를 활용하여 청년들이 다른 사람과 함께 하는 시간, 혼자 하는 여가시간, 그리고 임금노동 시간의 실태와 각각의 시간에 영향을 미치는 요인을 규명하 였다. 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 청년 1인가구가 다른 사람과 함께 있는 시간은 하루에 약 74분으로, 이는 다른 유형의 가구보다 55~60% 수준이며, 시간량 측면에서 50~60분 정도 짧다. 둘째, 청년 1인가구 중에서 사회적 관계 시간이 가장 긴 집단은 여성이면서, 20세부터 24세까지 후기 청소년시기에 있고 학교에 다니거나 비근로상태인 경우로 나타났다. 셋째, 사회적 관계 시간에 영향을 미치는 요인 분석 결과, 여성이면서 월평균 개인소득이 300만원 이상의 고소득일 때 사회적관계 시간이 증가한 반면, 종사상 의 지위가 상용직이거나 직업이 관리전문직, 기능장치조립직에 있을 때 사회적 관계 시 간의 감소폭이 컸다. 한편, 상용직이면서 직종이 서비스판매직일 때 임금노동시간의 증 가폭이 가장 컸고, 남성이면서 월평균 소득이 300만원 이상일 때 임금노동시간이 증가하 였다. 특히 청년1인가구의 고소득상태는 임금노동과 사회적 관계 시간을 동시에 증가시 키는 요인으로 나타났다. 이상의 연구 결과를 토대로 본 연구는 청년지원 정책이 주거와 고용에 국한된 것이 아니라 범위가 확대되어야 하고, 이 과정에서 청년의 사회적 관계망 을 형성하는 새로운 사회안전망 구축을 제안하였다. 또한 지금까지 사회복지현장에서 부각되지 않았던 청년을 대상으로 한 실천적 개입의 필요성을 제안하였다. 주요 용어: 청년, 1인가구, 사회적 관계, 관계재, 생활시간조사 ■투고일: 2018.1.30 ■수정일: 2018.3.7 ■게재확정일: 2018.3.14Ⅰ. 서론
20~30대 청년들 사이에서 고독사가 증가하고 있다. 서울시복지재단이 조사한 자료를 보면, 2013년 서울시의 고독사 추정 사례 총 2,343명 중 20대가 102명, 30대가 226명 으로 약 14.0%를 차지하고 있다(송인주, 2016). 독거노인과 관련된 문제라고 인식되었 던 고독사가 더 이상 노인들만의 문제라고 보기 어려워졌다. 현대사회의 특징을 생각할 때, 1인가구의 증가, ‘혼밥’과 ‘혼술’을 떠올리는 것은 어렵지 않게 되었고, 이러한 변화양 상에 대하여 퍼트남은 ‘혼자 하는 볼링(bowling alone)’으로 현대 미국의 삶을 표현하기 도 하였다(Putnam, 2000). 1인가구가 증가하면서 혼밥, 혼술, 혼자하는 볼링 등 사람들 간의 연결고리가 약해지는 무연사회에서 발생한 극단적인 결과가 고독사라 할 수 있겠 다(김희연 등, 2013). 청년 고독사가 증가하는 가장 큰 이유는 1인가구의 증가와 관련되어 있다. 2016년 1인가구의 비중은 전체 가구의 27.8%로서, 지난 20년간 가장 빠르게 증가해온 가구 유형으로 부상하고 있으며, 20대와 30대 젊은 층이 1인가구의 40% 이상을 차지하고 있다(통계청, 2016). 1인가구는 일반적으로 신체적·정신적으로 위급한 상황일 때 돌봐 줄 사람이 가까운 곳에 없는 경우가 많다. 물론 이러한 문제는 비단 청년들만의 문제라 고 할 수 없다. 한국사회 전반적으로 공동체 의식이 낮아지고 있고, ‘2016 더 나은 삶 지수(Better Life Index)’ 조사를 보면 한국은 네트워크의 질을 측정하는 ‘공동체’ 부문에 서 37위를 기록해 최하위권에 속해 있다(OECD, 2016). 비단 청년고독사가 아니더라도 청년문제가 심화되고 있다는 것은 주지의 사실이며, 이러한 맥락에서 청년에 대한 연구는 폭발적으로 증가하는 추세이다. 연구의 흐름은 청년고용과 실업, 청년 불평등과 빈곤, 주거 문제를 중심으로 청년기에 발생하는 이행 (transition)에 초점을 두어 전개되고 있다(김태완 등, 2017; 금재호, 2013; 윤명수 등, 2017; 김영미, 2016). 한편, 1인가구에 관한 연구는 가족이나 사회복지정책의 대상자로 서 혼자사는 노인 1인가구, 즉 독거노인에 대한 연구가 다수를 차지해왔다(김영란, 2014; 김서현 등, 2017; 주경희 등, 2017). 청년과 1인가구가 교차하는 지점에서 청년 1인가구에 관한 연구는 비교적 최근에 등장하기 시작하였고, 청년문제에서 주로 강조되 었던 주거나 빈곤 문제를 중심으로 청년 1인가구의 빈곤과 주거불안, 주거 점유형태 등을 중심으로 연구가 진행되고 있다(반정호, 2012; 우민희, 2015; 이무선, 2016).그런데, 다시 앞으로 넘어가서 1인가구가 증가하는 맥락에서 청년 1인가구 역시 증가 하고 있고, 사회 전반적으로 공동체성이 약해지고 있다면, 청년 1인가구의 사회적 관계 는 어떠한가? ‘혼자 하는 볼링’의 표현이 여러 가지 의미를 함축하고 있기는 하지만, 일반적으로 그것은 여가시간은 증가했지만, 반대로 다른 사람과 함께 하거나 혹은 시민 으로서의 참여에 사용하는 시간은 감소한다는 것을 의미한다(Krueger, 2007). 그렇다면 청년 1인가구의 경우 다른 유형의 가족과 비교할 때 여가 시간은 길지만 다른 사람과 함께 하는 시간이 짧을까? 청년 1인가구의 사회적 관계를 다룬 연구에서는 이에 대해 상반된 결과를 보고하고 있다. 즉 청년 1인가구의 사회적 관계가 다른 유형의 가구나 연령대보다 긍정적이라는 결과가 있는 반면, 오히려 사회적 네트워크가 더욱 약하다는 결과도 존재한다(김혜영, 2014; 정순희 등, 2014; 변미리, 2015). 이와 같이 상반된 연 구결과가 발생하는 것은 측정방법에서 기인했을 가능성이 있는데, 지금까지 1인가구의 사회적 관계나 교제활동은 주로 주변 사람들과의 접촉 빈도나 친밀한 사람의 숫자 등을 통해 분석이 이루어졌다(김혜영 등, 2007; 변미리 등, 2008; 정경희 등, 2012; Shulman, 1975; Brashears, 2011). 그렇지만, 이러한 측정방식은 응답자의 주관성에 의존하기 때 문에 정확한 현실을 파악하기 어려운 한계가 있다(이진숙 등, 2014). 이에 본 연구에서는 시간량이라는 보다 정확한 데이터에 기반하여 청년 1인가구의 사회적 관계 실태를 파악하고, 그것에 영향을 미치는 요인을 분석하고자 한다. 구체적으 로 본 연구는 청년 1인가구 중에 어떤 위치에 있는 사람들이 다른 사람과 함께 시간을 향유하고, 어떤 사람들이 혼자 여가생활을 하는지를 검토하고자 한다. 그리고 다른 사람 과 함께 하는 시간, 혼자 하는 여가시간, 그리고 임금노동 시간에 영향을 미치는 요인은 무엇인지 규명하고자 한다.
Ⅱ. 선행연구 검토
1. 청년의 개념과 선행연구 흐름
청년은 정확히 어떤 집단을 지칭하는 개념인가? 현행 법령 중 유일하게 이름에 청년을 포함하고 있는 ｢청년고용촉진 특별법 시행령｣에서는 청년을 15세 이상 29세 이하인 사람으로 규정하고 있다. 그러나 이 법이 제정되었던 2004년 당시는 청년실업이 사회문 제로 대두되기 시작했던 시기였고, 2010년 이후 청년문제에 대한 인식이 다각도로 확대 되면서 다수의 지방자치단체와 의회를 중심으로 청년 기본 조례가 제정되기 시작하였는 데, 일부 조례에서 청년을 만 34세 이하로 규정하면서 청년의 연령을 확대하고 있다. 법령에 따른 정의는 아니지만, 정책 추진 근거로 대상 연령을 규정한 사례로서 대통령직 속청년위원회에서는 청년을 19세 이상 39세 이하로 정의하고 있다. 최근에 전개되는 상당수의 논의에서는 적게는 만 34세, 많게는 만 40세까지를 청년의 범주로 포함하고 있다. 또한, 국회에 계류 중인 6종류의 청년기본법안은 모두 청년을 18, 19세부터 34세 까지 혹은 39세까지로 규정하고 있다(김기헌 등, 2016; 황서연, 2017). 어느 연령대까지를 청년으로 볼 것인가와 관련된 논쟁은 비단 우리나라뿐만 아니라 다른 국가에서도 존재한다. 국제기구인 청년정책(youthpolicy.org)에서 제공하는 전 세 계 179개 국가의 청소년 청년 정책 대상 연령을 분석한 결과, 청년을 20대까지만 포괄 하는 국가가 84개였고, 90개 국가는 청년정책의 대상에 30대를 포함시키고 있었다(김 정숙 등, 2015). 이는 국제적으로 청년 정책의 대상이 20대 후반을 넘어 30대까지 확대 되고 있음을 보여준다. 청년에 관한 선행연구는 2010년을 기점으로 크게 증가하는 추세이다.1) 연구의 흐름 은 크게 청년고용과 실업, 불안정 노동과 청년 니트 문제(금재호, 2013; 김태완 등, 2017; 류기락, 2012; 윤명수 등, 2017; 이승윤 등, 2016; 이호근, 2017; 주희진 등, 2017; 최용환, 2015), 청년 불평등과 빈곤 문제(김수정, 2010; 김영미, 2016; 이진국 등, 2017), 청년 주거 문제(박애리 등, 2017; 이수욱 등, 2016; 이태진 등, 2016; 정의철, 2012; 지은영, 2016), 청년관련 정책이나 중장기 계획(김도균 등, 2017; 김지경 등, 2015; 안홍순, 2016; 이승윤 등, 2016), 그리고 여가나 결혼과 같이 일상 문제(권소영 등, 2017; 이수현, 2017) 등을 중심으로 전개되고 있다. 이 중 다수의 연구가 청년 고용 과 주거 문제에 집중되어 있으며, 여기에서는 구체적으로 청년의 불안정 노동과 저임금, 비정규직, 주거비용, 주거빈곤이나 주거불안정 문제를 다루고 있다. 1) 논문의 제목과 초록에 ‘청년’이 들어간 연구를 검색한 결과, 2010년 전까지 매년 20편 내외의 논문이 발간되다가 2015년까지 그 수가 연간 약 50편으로 증가하였고, 2015년 이후로는 연간 100편 안팎의 논문이 발표되고 있다.
이와 같이 청년연구가 증가하고 있는 것만 보아도 청년에 대한 사회적 관심이 확대되 고 있음을 확인할 수 있다. 청년에 관한 관심이 비단 한국사회에서만 증가하고 있는 것이 아니다. 전세계적으로 청년 고용이나 주거 문제가 심화되고 있고, 이 과정에서 청년들의 삶 전반에 관한 실태 파악을 위한 청년지표가 등장하고 있다. 본 절에서는 국내외 다양한 청년지표의 틀을 검토하였는데, <표 1>에서 확인한 바와 같이 청년기 삶의 질을 총체적으로 파악하기 위하여 개발된 청년지표는 크게 교육, 일, 주거, 결혼, 건강, 관계와 참여 등의 영역으로 구성되어 있다. 이는 사회통합이나 사회적배제, 삶의 질 등을 다룬 지표체계의 범주와 크게 다르지 않다. 청년지표가 의미하는 바는 청년들이 어떻게 살아가고 있는지를 파악하기 위해서 고용과 주거 영역에 국한된 것뿐만 아니라 관계, 사회적 참여, 문화 등 다양한 영역을 모두 고려해야 한다는 것이다. 표 1. 국내외 청년지표 연구 핵심 지표 2015 청년사회경제 실태조사 교육, 일과 노동, 주거, 결혼과 가정, 여가와 소비, 사회적 인식, 미디어와 소통 2030 청년백서(2012) 대학 진학, 취업과 직장생활, 결혼, 출산과 가족생활, 문화와 소비, 삶에 대한 만족과 인식, 환경과 범죄, 사회참여와 정치적 성향 프랑스 청년지표(2015) 학교중퇴 대응, 청년고용 촉진, 청년주거 촉진, 청년이주 증가 및 다양화, 청년에게 차별적 제고 극복, 취업청년들의 사회적 통합 프로그램, 문화예술 접근 확대, 인터넷 환경 접근, 청년 참여 촉진, 공공영역에서 참여 증대, 청년 건강 증진, 청년니즈에 맞는 공공정보 제공, 청년수감자 사회복귀 유럽연합 청년지표(2011) 교육, 고용, 인구, 문화, 사회통합, 청년과 세계, 봉사활동, 참여, 건강 미국 국립교육통계센터 청년지표(2011) 학교, 고용, 인구, 미래목표, 학교 및 직장밖 활동, 건강 한국청소년정책연구원(2016) 교육, 경제, 주거, 인구와 가족, 문화와 가치관, 관계와 참여, 건강 출처: 김기헌 등(2016)
2. 청년 1인가구의 실태에 관한 연구
전술한 바와 같이 지금까지 전개된 선행연구들은 특정 이슈 혹은 문제를 중심으로 청년에 관한 논의를 전개하고 있다. 그런데 이러한 논의 전개 방식에서는 문제가 부각되기 때문에, 즉 문제기반 접근이기 때문에 청년들이 실제 어떻게 생활하고 있는지를 깊이 있게 보여주기 어렵다. 그러나 청년 기반 접근 연구는 문제보다 청년 자체에 주목하면서 청년 1인가구, 청년가구(박미선, 2017; 정순희 등, 2014; 우민희 등, 2015)를 중심으로 그들의 삶을 다각도로 보여주는 특성을 보인다. 청년 기반 접근 연구에서 부각되고 있는 가구 형태는 단연 청년 1인가구이다. 한국사 회에서 지금까지 1인가구에 관한 연구는 가족이나 복지영역에서 정책의 대상자로서 ‘혼 자 사는 노인’에 대한 연구가 다수였다(변미리, 2015). 그러나, 최근 1인가구가 빠르게 증가하면서 1인가구의 이질성이 강조되고, 45세 미만의 미혼가구, 45세부터 59세까지 이혼가구, 60세 이상의 사별가구로 1인가구가 유형화되는 과정에서(변미리 등, 2008; 이희연 등, 2011; 김혜영, 2014) 1인가구 관련 연구는 독거노인과 청년을 중심으로 재 편되고 있다. 청년 1인 가구에 초점을 둔 연구의 결과를 보면, 다른 연령대와 비교해 청년 1인가구 는 고학력을 중심으로 구성되어 있다는 특성이 있다. 또한 청년 1인가구의 주요 문제로 주거불안이나 빈곤이 가장 크게 부각되고 있고, 가구내 소득원이 혼자이기 때문에 비취 업이 곧바로 빈곤으로 이어지면서 근로빈곤화 경향이 심화되고 있는 것으로 나타났다 (반정호, 2012). 그 외에도 새롭게 증가하고 있는 청년 1인가구의 주거, 빈곤, 경제적 상황이나 고용에 관한 연구도 등장하고 있다. 그러나 청년 1인가구의 사회적 관계와 여가생활 그리고 이러한 특성을 바탕으로 알 수 있는 우리 사회의 구조적 변화 등에 대한 연구는 소수에 불과하다(우민희, 2015). 이에 본 절에서는 기존의 청년 연구에서 집중적으로 분석하지 못했던 청년 1인가구의 사회적 관계에 대해 검토하고자 한다. 한 개인의 생애주기 측면에서 보건대 1인가구의 증가는 특정 시기 혹은 평생에 걸쳐 배우자나 여타의 가족원, 혹은 타인과 함께 생활하 지 않는 사람들이 많아지고 있다는 것을 의미한다(김혜영, 2014). 이러한 상황에 대하여 변미리(2015)는 대도시에서 혼자 살아가는 사람을 관통하는 본질적인 문제를 ‘사회적 고립’과 ‘빈곤’으로 명명하였다. 최근의 1인가구는 자발적 1인가구이기보다는 환경에 의 해 발생한 비자발적 1인가구가 많은데(변미리, 2015), 비자발적 1인가구는 관계형성이 나 자신을 도와줄 수 있는 사회적 네트워크를 찾기 어려워하는 것으로 나타났다. 또한 남성 1인가구의 경우 여성보다 사회적 네트워크 형성에 더 많은 어려움이 있었고, 다른 유형의 가구형태보다 1인가구의 사회적 네트워크가 약하다는 결과는 전세계적으로 공
통적이다(Bennett & Dixon, 2006). 이에 1인가구의 사회적 고립현상을 방지하기 위해 서 강한 네트워크의 필요성이 강조되고 있다(Lewis, 2005; Bennett & Dixon, 2006). 청년 1인가구의 사회적 관계를 다룬 연구들을 살펴보면, 다소 상반된 결과들이 발견 되는데, 첫째는 청년1인가구의 사회적 관계가 긍정적이라는 것이다. 연구 결과를 보면, 청년 1인가구가 중년이나 노인 1인가구에 비해 원가족이나 친구들과 사회적 관계를 유지할 가능성이 높은 것으로 나타났다(김혜영, 2014). 또한, 전 연령층에 비해 청년들 이 다양한 긴급 상황에서 도움을 받을 수 있다고 응답한 비율 역시 미미하기는 하지만 다른 연령대보다 더 높았다. 그러나 반대로 20대와 30대의 경우 대부분의 일상 업무를 온라인상으로 처리하는 경우가 많기 때문에 다른 사람과의 교류가 활발하지 않더라도 생활의 불편을 덜 느끼고, 이것이 청장년층의 1인 가구를 증가시키는 요인으로 작용한 다는 연구결과도 존재한다(정순희 등, 2014). 또한, 청년 1인가구가 부모와 거의 만나지 않는다고 응답한 비율이 2008년 대비 2014년에 뚜렷하게 증가하였고, 1인가구 중 절반 정도(46.4%)가 여가생활을 혼자하고, ‘친구와 함께’한다는 응답은 38.8%로 그 다음 비 중을 차지하였다(변미리, 2015). 앞서 살펴본 바와 같이 청년 1인가구가 가족을 포함한 주변 사람들과 얼마나 함께 있는가에 대한 연구결과는 일관적이지 않다. 이는 측정 방식과도 관련되는데, 지금까지 1인가구의 사회적 관계나 교제 활동은 주로 주변 사람들과의 접촉 빈도나 친한 친구의 숫자, 주관적인 거리감을 측정함으로써 분석되었다(김혜영 등, 2007; 변미리 등, 2008; 정경희 등, 2012; Shulman, 1975; Brashears, 2011). 그런데 이러한 측정방식은 응답자 의 주관적인 인식에 의존하기 때문에 정확한 현실을 파악하기 어렵다(이진숙 등, 2014). 주관적 인식이 아니라, 시간량이라는 정확한 데이터에 기반하여 청년 1인가구의 사회적 관계를 다룬 연구는 이진숙 등(2014)의 연구가 유일한데, 연구 결과를 보면, 여성이고 주말일 때 교제시간이 증가하는 반면, 무직을 기준으로 전문직, 사무직, 서비스직, 단순 노무직일 경우 교제시간이 감소하는 것으로 나타났다. 남녀 모두 전문직 및 관리직과 단순 노무직에 속하는 비혼 1인가구가 ‘사회적관계’에 가장 적은 시간을 보내는 것으로 나타났다. 그런데 이진숙 등(2014)의 연구 역시 한계가 존재하는데, 이는 생활시간조사 의 행동분류코드에서 ‘교제 및 여가활동’을 일괄적으로 사회적 관계로 등가시켰다는 것 이다. 교제 및 여가활동에 분류되었더라도 그 행동을 다른 사람과 함께 하지 않고 혼자 했을 가능성이 있고, 참여 및 봉사활동은 교제는 아니지만, 다른 사람과 함께하는 것을
전제로 한 활동이기 때문에 ‘관계’의 범주에 속해야 한다. 그 외에도 가정관리나 가족 돌봄과 같이 활동의 속성 자체는 ‘교제’가 아니지만 누군가와 함께 하며 ‘교제와 같은’ 속성을 띄게 되는 시간도 존재한다. 이에 본 연구에서는 ‘함께 한 사람’에 초점을 맞추어 청년 1인가구의 사회적관계를 분석하고자 한다.
3. 관계재의 개념과 속성
관계재란 가족 및 다른 사람들과의 상호교류를 통해 획득하면서 그들과 함께하는 경우에만 누릴 수 있는 재화를 의미한다(노혜진, 2017). 재화의 관점에서 다양한 관계를 보기 시작한 최초의 시도가 1800년대 후반 등장한 이후 ‘관계재’ 개념에 대한 관심이 대두된 것은 1980년대 후반이다. 이 시기에 너스봄(Nussbaum)이나 귀(Gui), 울레너 (Uhlaner) 등의 학자를 중심으로 본격적으로 관계재 개념이 정의되기 시작하였고, 이 과정을 통해 경제적 재화의 관점에서 관계재 개념이 구체화되었다. 지금까지 전개된 연구에서 정의한 관계재의 개념을 종합해보면, 관계재란 다른 사람들과의 상호교류를 통해 획득하면서, 또 다른 사람과 함께하는 경우에만 즐길 수 있는 재화이다(김균, 2013; 한재명 등, 2015; 노혜진, 2017; Bruni & Zamagni, 2007; Becchetti et al., 2008; Uhlaner, 2014). 개인이 단독으로 생산하거나 소비할 수 없고, 획득할 수 없기 때문에 관계재는 공공재나 사유재가 아닌 제3의 재화로 명명되기도 한다(Corneo, 2005). 관계 그 자체만으로도 경제적 재화를 창출한다고 보는 이유는 그것이 행복과 효용을 극대화 하고, 관계재를 획득하는 과정에서 소득을 포기하는 등의 기회비용이 발생하기 때문이 다(김균, 2013; Bunger, 2010). 관계재가 무엇인지 개념을 규명하는 연구가 1980년대에 등장하였기 때문에 그것을 어떻게 측정하는지에 관한 연구는 2000년대 후반에 비로소 등장하기 시작한다. 관계재 를 다룬 실증연구는 관계재를 원인으로 보는 접근과 결과로 보는 접근 등 크게 두 개의 흐름으로 전개되고 있는데, 다수의 연구에서는 관계재를 원인으로 보고 그것이 행복이 나 삶의 만족도, 협력 행위에 미치는 영향을 분석하고 있다(노혜진, 2017). 분석결과를 보면, 일반적으로 관계재 수준이 높을수록 삶의 만족도가 증가하는 것으로 나타났다 (Becchetti et al., 2008; Bruni & Stanca, 2008; Bunger, 2010). 관계재가 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 국내 연구는 2편 정도 존재하는데, 한재명 등(2015)의 연구에서는10세 이상 인구를 대상으로 분석한 결과, 가족이나 타인과 함께 하는 관계재 시간이 증가할수록 삶의 만족도, 행복이 증가하는 것으로 나타났다. 또한 류재린(2017)의 연구 에서는 노인을 대상으로 분석한 결과, 관계재(관계시간)가 노인의 전반적인 삶의 만족도 와 생활시간 만족도 모두에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편, 관계재에 대한 두 번째 연구 흐름으로서 관계재를 결과로 놓고, 그것에 영향을 미치는 요인을 분석한 연구를 보면, 주말이라는 시점 자체, 그리고 임금률이 높고 고학력이며, 가구원 수가 많고 현재 고용상태에 있는 경우 관계재가 증가하지만, 여성이면서 기혼이고 어린 자녀가 있는 경우, 그리고 고연령이거나 맞벌이, 한부모일 경우 관계재가 감소하는 것으 로 나타났다(노혜진, 2017; Bunger, 2010). 관계재에 대한 실증연구에서 한 가지 눈에 띄는 흥미로운 지점은, 관계재를 분석하는 과정에서 생활시간조사 자료, 사회조사 자료, 세계가치조사 자료 등을 다양하게 활용하 고 있기는 하지만, 주된 측정은 시간을 단위로 하고 있다는 것이다. 이는 관계재에 가격 이 책정된 것은 아니지만, 그것이 모두 시간을 필요로 하는 활동이기 때문이다 (Magliulo, 2010). 이러한 가정에 기반하여 Becchetti 등(2008)은 사회적 모임, 문화활 동, 스포츠, 자원봉사 활동, 교회나 종교 모임 등 5개 영역에 참여하는 시간으로 관계재 를 측정하였고, Bunger(2010)는 친구와의 만남 시간으로 관계재를 측정하였다. Young 과 Lim(2014)의 연구에서는 가족과 함께 한 시간, 친구와 함께 한 시간으로 관계재를 측정하였고, Bruni와 Stanca(2008)은 부모나 친척, 친구, 직장동료, 교회, 여가 및 취미 단체 사람들과 함께 한 시간으로 관계재를 측정하였다. 관계재를 실증분석한 국내연구 3편 역시 생활시간조사를 활용하여 가족 및 타인과 함께 한 시간으로 관계재를 측정하 고 있다(한재명 등, 2015; 류재린, 2017; 노혜진, 2017). 이상으로 관계재의 개념과 속성, 선행연구의 흐름을 검토하였다. 전술한 바와 같이 관계재는 가족 및 다른 사람들과의 상호교류를 통해 획득할 수 있는 재화를 의미하며, 관계라는 개념을 측정하는 과정은 주로 그들과 함께 한 시간으로 분석된다. 이에 본 연구에서도 사회적 관계를 단순히 함께 하는 시간으로 그치는 것이 아니라 경제적 재화 의 관점에서 검토하기 위하여 관계재 개념을 적용하여 청년1인가구의 사회적 관계 실태 를 검토하고자 한다.
Ⅲ. 연구방법
1. 연구대상 및 분석자료
본 연구에서는 시간을 고려하여 청년 1인가구의 사회적 관계의 실태를 분석하였다. 분석을 위하여 ‘2014 생활시간조사’를 활용하였다. 2014 생활시간조사는 11,986가구에 살고 있는 만 10세 이상의 가구원 27,716명을 대상으로 응답자당 2일씩 시간일지를 작성하여 조사가 이루어졌고, 최종적으로 53,976개의 데이터가 존재한다. 본 연구는 분석대상을 20세 이상 39세 이하이고, 가구원 수가 1인인 경우로 제한하였다. 생활시간 조사는 기본적으로 모든 사례당 2일씩의 일지를 가지고 있기 때문에 1일의 데이터만 추출하여 최종적으로 분석에 활용된 데이터는 637사례이다. 한편, 청년 1인가구의 시간 사용 실태를 파악하기 위하여 2인 이상의 가구원으로 구성된 청년 다인 가구, 40세 이상의 1인가구와 40세 이상의 다인가구를 비교집단으로 설정하였다. 비교집단은 60세 이하로 제한하였고, 비교집단까지 포함할 경우 분석대상은 17,304사례이다.2) 본 연구에서는 청년1인가구의 사회적 관계를 분석하기 위하여 ‘관계재(relational goods)’ 개념을 활용하였다. 관계재는 가족 및 다른 사람들과의 상호교류를 통해 획득할 수 있으면서 그들과 함께하는 경우에만 즐길 수 있는 재화를 의미하며, 사회적 자본이나 사회적 관계를 측정하기에 유용한 개념으로 평가되고 있다(김균, 2013; 노혜진, 2017; Bruni & Zamagni, 2007; Bruni, 2013). ‘가족 및 다른 사람과 함께 하는 경우’는 ‘2014 생활시간조사-함께한 사람’ 데이터를 활용하여 측정하였다. ‘2014 생활시간조사-함께한 사람’ 데이터에는 8개의 행동분류코드 중 가정관리, 가족 및 가구원 돌보기, 교제 및 여가 등 3개 항목에 한하여 그것을 혼자 했는지, 아니면 누군가와 함께 했는지로 구분하 고, 함께 한 사람을 배우자, 자녀, 부모, 기타 아는 사람 등으로 구분한다.3) 본 연구에서 는 노혜진(2017)의 분류체계를 적용하여 사회적 관계의 시간을 가족(배우자, 자녀, 부 2) 일반적으로 시간사용의 실태를 분석하는 연구에서는 연구의 대상을 20세 이상 60세 이하로 제한하는 데, 이는 아동과 근로세대의 성인, 그리고 노인의 시간사용의 양상이 현저히 다르기 때문이다. 3) 그런데 여기에서 돌보는 행동을 함께 한 것이 아닌 돌봄의 대상이 되는 경우는 함께 한 사람에 해당되지 않는다. 즉 미취학 자녀를 돌보고 있을 때 자녀는 함께 한 사람에 포함되지 않는다. 또한, 전화통화의 상대방은 공간을 공유하지 않으므로 함께 한 사람에 포함하지 않으며, 모르는 사람과 있었던 것은 ‘혼자’로 기입하게 된다.모), 타인(타인, 기타 아는 사람)으로 구분하여 측정하였다. 한편, 8개의 행동분류코드 중 ‘참여 및 봉사활동’과 관련된 행동은 그것을 누구와 했는지에 대해서 정보를 제공하고 있지는 않지만 생활시간조사 행동분류 해설표에서 ‘국가나 사회를 위한 의무적이거나 자발적인 참여활동 또는 가구원이나 가족이 아닌 사람을 돕는 행동’으로 정의하고 있다. 이에 ‘참여 및 봉사활동’은 타인과 함께 한 시간에 포함시켰다. 이렇게 할 때 관계재를 측정한 주요 활동은 <표 2>와 같다. 4개 영역 중 참여 및 봉사활동을 제외한 나머지 행동들은 동일한 행동이더라도 그것을 가족과 함께 하는지, 혹은 타인과 함께 하는지에 따라 가족관계재, 혹은 타인관계재로 구분된다. 표 2. 관계재 활동 내용 행동 영역 세부 활동 관계재 영역 가족 타인 가정관리 음식준비, 가정용 섬유 및 신발관리, 청소 및 정리, 주거 및 가정용품 관리, 차량관리, 애완 동식물 돌보기, 상품 및 서비스 구입, 기타 가정관리 ○ ○ 가족 및 가구원 돌보기4) 함께 사는 10세 미만 아이 돌보기, 함께 사는 10세 이상 초중고생 돌보기, 함께 사는 배우자 돌보기, 함께 사는 부모 및 조부모 돌보기, 함께 사는 그 외 가구원 돌보기, 함께 살지 않는 부모 및 조부모 돌보기, 함께 살지 않는 그 외 가족 돌보기 ○ ○ 참여 및 봉사활동 참여활동, 자원봉사, 친분있는 사람 돌보기 - ○ 교제 및 여가활동 교제활동, 미디어를 이용한 여가활동, 종교활동, 문화 및 관광활동, 스포츠 및 레포츠, 의례활동, 기타 여가활동 ○ ○ 출처: 노혜진(2017) 그런데, 측정을 하는 과정에서 주의할 부분이 있다. 생활시간조사 작성방식을 보면, ‘함께 한 사람’은 공간을 같이 하면서 의식이 있는 상태에서 주된 행동을 같이한 사람을 의미하고, 함께 한 사람이 여러 명인 경우에는 모두 기입하는 것이 원칙이다(통계청, 2014). ‘생활시간조사-함께한 사람’ 자료는 동일한 행위에 대하여 10분 단위로 ‘혼자, 배우자, 10세 미만 자녀, 10세 이상 자녀, 부모, 타인, 기타 아는 사람’ 등 6개로 구분하 4) 관계재로 측정한 4개 활동 영역은 그것을 모두 가족 혹은 타인과 함께 한 경우에 국한하여 측정하였 다. 가령, 가족 및 가구원 돌보기는 10세 미만의 자녀를 돌본 시간을 측정한 것이 아니라 이 행위를 가족 및 타인과 함께 했다고 응답한 시간만 관계재에 포함시켰다.
여 데이터가 구성된다. 이 과정에서 행위변수를 중심으로 단순 합산을 할 경우, 6명이 모두 같은 공간에 있었다면 10분간 했던 행위가 60분으로 측정되고 결과적으로 하루에 사용한 총시간량이 1,440분을 초과하는 결과가 발생한다.5) 이에 본 연구에서는 함께 한 시간의 양을 하루 총 시간의 범위 안에서 조정하는 과정을 거쳤는데, 이는 다음과 같다. (1) (Tt0 = 함께한 시간 데이터에 입력된 시간량, Ta = 혼자 활동한 시간, Tf = 가족과 함께 한 시간, To = 타인과 함께 한 시간) (2) (Tt1 = 가족이나 타인과 함께 있었던 시간의 절대값) 우선 (1)에 제시한 바와 같이 ‘함께한 사람’ 데이터에는 모든 행위에 대하여 혼자 있었 는지, 가족과 함께 있었는지, 타인과 함께 있었는지를 각각 입력하도록 되어 있고, 이것 을 모두 합산한 값에서 ‘혼자’ 있었던 시간을 차감한 값이(2) 실제 ‘가족이나 타인과 함께 있었던 시간의 절대값’이다. 그런데 이것을 단순 합산하게 되면 전술한 바와 같이 하루 총 시간량이 1,440분을 초과하는 문제가 발생한다. 따라서, 혼자 있었던 시간을 차감한 후 ‘가족이나 타인과 함께 있었던 시간의 절대값(Tt1)’ 안에서 가족과 있었던 시간이나 타인과 있었던 시간의 절대량을 조정해야 하는데, 이를 위해 가족과 함께 한 시간의 합산값을 타인과 함께 있었던 시간의 합산값으로 나눈다(3). 그러면 ‘가족과 함께 한 시간의 비율(RTf)’이 정해진다. (3) (RTf = 가족과 함께 한 시간의 비율) 5) 이러한 측정방식은 네트워크의 크기를 측정할 경우에는 문제가 되지 않는다. 그러나 본 연구와 같이 하루 1,440분의 시간 범위 안에서 사회적 관계의 시간이 다른 활동시간과의 맥락 안에서 어느 정도 발생하는지를 파악하기 위한 목적이 있다면 단순 합산은 적절하지 않다.
‘가족이나 타인과 함께 있었던 시간의 절대량(Tt1)’을 ‘가족과 함께 한 시간의 비율 (RTf)’에 1을 더한 값으로 나누면 ‘타인과 함께 있었던 시간의 환산값(To1)’이 도출된다 (4). (4) (To1 = 타인과 함께 한 시간의 환산값) 그리고 나서 ‘가족이나 타인과 함께 있었던 시간의 절대값’에서 ‘타인과 함께 한 시간 의 환산값’을 차감하면(5), ‘가족과 함께 한 시간의 환산값(Tf1)’이 도출된다. (5) (Tf1 = 가족과 함께 한 시간의 환산값) 한편, 청년 1인가구의 사회적 관계에 영향을 미치는 요인은 2장에서 서술한 바와 같이 청년1인가구의 사회적 관계나 관계재 연구의 결과를 바탕으로 구성하였다. 우선 인구학적 측면을 보면, 성별은 남성과 여성으로 구분하였고, 연령은 지수화시켰다. 학력 은 고등학교 졸업 이하를 기준으로 전문대 졸업, 대학졸업, 대학원 이상 등 4개 범주로 구성하였고, 현재 학교를 다니고 있는지 여부를 중심으로 이분변수를 구성하였다. 다음으로 고용과 관련하여 종사상의 지위, 직업, 개인소득 등 3개 변수를 포함시켰다. 생활시간조사에서 종사상의 지위는 상용직, 임시직, 일용직, 고용원이 있는 자영업자, 고용원이 없는 자영업자, 무급가족종사자로 조사하고 있는데, 여기에서 임시직과 일용 직을 통합하고, 자영업자와 무급가족종사자를 자영업으로 분류하여, 최종적으로 상용직 과 임시일용직, 자영업으로 구분하였다. 직업은 관리전문직(관리자, 전문가 및 관련 종 사자), 사무직, 판매서비스(서비스, 판매), 기능장치조립(농림어업, 기능원, 장치기계조 작 및 조립), 단순노무직 등 5개로 구성하였다. 개인소득의 경우 생활시간조사에서는 월평균 가구소득을 기준으로 ‘없음’부터 ‘500만원 이상’까지 12개 구간으로 구성된 범주 형 질문으로 조사한다. 이를 300만원을 상한으로 100만원 단위로 범주화하였고, 300만 원 이상은 하나의 속성으로 통합시켰다. 이는 300만원 이상의 월평균소득을 버는 사례
의 비중이 12.1%로 많지 않기 때문이다. 그 외에 가족 및 타인과의 함께 하는 시간에 밀접한 영향을 미치는 변수로서 주말 여부를 분석모형에 포함시켰다.
2. 분석방법
본 연구의 핵심 연구문제는 청년 1인가구의 사회적관계 실태를 파악하고, 그것에 영 향을 미치는 요인을 규명하는 것이다. 시간은 모두에게 하루에 24시간 주어지는 것이기 때문에 사회적관계 시간은 결국 다른 활동과의 관계 속에서 결정되고 배분될 수 있다. 이 때 가장 큰 영향을 미치는 것이 임금노동시간이다. 더불어 여럿이 함께 있는 상황은 반대로 혼자 있는 상황과의 맥락 속에서 발생할 가능성도 존재한다. 그렇기 때문에 사회 적관계 시간은 임금노동시간이나 혼자 하는 여가문화 시간과 동시에 분석이 이루어져야 한다. 이를 위해 본 연구에서는 우선 빈도분석과 평균비교분석(independent samples t-test), 분산분석(ANOVA) 등을 통해 다양한 유형의 가구 중에서 어느 집단이 사회적관 계 시간을 많이 향유하고 있는지 분석하였다. 사회적관계 시간뿐만 아니라 개인유지, 일, 학습, 혼자 여가를 누리는 시간 실태도 동시에 분석하였고, 각 활동 간의 관계 분석 을 위해 상관관계 분석을 실시하였다. 다음으로, 어떠한 요인이 사회적 관계 시간, 혼자 하는 여가시간에 영향을 미치고 있는지 규명하기 위하여 다중회귀분석(Multiple regression analysis)과 토빗 회귀모형(Tobit regression model)을 활용하였다. 혼자 하는 여가시간의 경우 분석대상인 637 사례 중 12사례를 제외하고 관련 시간량이 모두 존재 하기 때문에 다중회귀분석을 실시하는데 무리가 없었다. 그런데 사회적 관계 시간이나 임금노동 시간처럼 종속변수가 절단된(censored) 경우, 즉 종속변수에 다수의 0값이 존 재하는 경우에는 선택적 편의(selection bias) 문제가 발생할 가능성이 높기 때문에 토빗 모형이 적절하다(민인식, 최필선, 2012). 본 자료의 경우 637명의 연구사례 중 사회적 관계에는 231사례(36.3%), 임금노동 시간에는 291사례(45.7%)가 해당 시간을 전혀 가 지지 않는 중도 절단된 표본이었다. 이에 사회적관계와 임금노동의 영향요인 분석에서 는 최우추정 방법을 사용하는 토빗 모형을 활용하였고, 분석을 위해 STATA 13.1 프로 그램을 활용하였다.Ⅳ. 연구결과
1. 연구대상의 인구사회학적 분석 결과
본 연구의 분석대상인 청년 1인가구의 인구사회학적 특성은 <표 3>에 제시하였다. 성별은 남성이 58.2%로 여성보다 상대적으로 큰 비중을 차지하고 있고, 연령대는 5세 단위로 구분할 때 20세 이상부터 39세까지 고르게 분포되어 있다. 학력은 대학과 대학 원 졸업이 55%를 차지하며, 현재 학교를 다닌다고 응답한 경우가 21.4%였다. 분석대상 중 73%가 현재 근로상태였으며, 종사상의 지위는 상용직(47.7%), 임시일용직(17.1%) 순으로 나타났다. 직업은 관리전문직(21.5%), 사무직(17.7%), 서비스판매직(17.1%) 순 으로 나타났으며, 개인소득은 100만원 이상에서 200만원 이하 사이가 31.9%로 가장 큰 비중을 차지했고, 200만원 이상 300만원 이하가 8.9%를 차지했다. 100만원 이하의 소득자는 21.5%를 차지하고 있다. 청년1인가구의 대다수가 미혼 상태(94.3%)였다. 표 3. 분석대상인 청년1인 가구의 인구사회학적 특성 (N=637, 단위: %) 구분 비율 구분 비율 성별 남성 58.2 근로여부 비근로 26.7 여성 41.8 근로 73.3 연령 20-24 25.0 직업 관리전문 21.5 25-29 27.8 사무 17.7 30-34 26.4 서비스판매 17.1 35-39 20.9 기능장치 11.8 학력 고졸 이하 21.7 단순노무 5.5 초대졸 24.0 비근로 26.4 대졸 48.7 소득 없음 5.7 대학원졸 5.7 100 이하 21.5 재학 안다님 78.6 200 이하 31.9 다님 21.4 300 이하 28.9 300 초과 12.1 종사상 지위 상용직 47.7 혼인 미혼 94.3 임시일용 17.1 사별/이혼 5.7 자영 11.8 주말 여부 주중 61.7 비근로 26.7 주말 38.32. 청년 1인가구의 사회적관계 및 시간사용 실태
본 절에서는 다른 가구유형(청년 다인가구, 40세 이상의 중장년 1인가구, 중장년 다 인가구)과 비교하여 청년 1인가구의 사회적 관계 및 기타 시간사용 실태를 제시하였다. 우선 본 연구에서 주목하는 사회적관계 시간을 보면, 청년1인가구가 다른 사람과 함께 있는 시간은 하루에 약 74분으로, 이는 다른 유형의 가구에서 관계재 축적에 사용하는 시간의 55-60%에 불과할 정도로 짧은 수준이며, 시간량 측면에서의 격차는 무려 50-60 분 정도로 나타났다. 청년 1인가구를 제외한 다른 모든 유형은 하루에 다른 사람과 함께 하는 시간이 평균적으로 약 2시간 정도였다. 이러한 차이가 발생한 맥락을 구체적으로 살펴보면, 청년 1인가구의 경우 가족과 함 께 하는 시간이 하루에 5분으로 거의 없는 수준이기 때문인 것으로 보인다. 청년 1인가 구를 제외한 다른 유형의 가구에서 가정관리, 돌봄, 교제와 여가를 위해 가족과 함께 있는 시간이 65-83분 수준이었고, 40세 이상의 중장년 다인가구에서 이 수치가 가장 높았다. 한편, 가족 이외의 사람과 함께 보내는 시간의 경우 청년 1인가구는 하루 평균 약 69분으로서, 모든 유형의 가구 중에서 가장 길다. 그렇지만 다른 유형의 가구 역시 가족 이외의 사람들과 하루 평균 약 55분을 함께 있기 때문에 격차는 15분 정도이다. 본 연구에서 주목하고 있는 시간은 다른 사람과 함께 공유하는 시간이지만, 이 시간 역시 24시간 안에서 분배되는 것이기 때문에 다른 활동에 소요되는 시간량도 분석하였 다. 수면, 식사 등 개인유지에서는 전반적으로 연령과 관계없이 1인가구가 시간을 상대 적으로 더 많이 사용하고 있었고, 임금노동은 청년세대 다인가구를 제외한 모든 유형의 가구에서 하루에 약 280분 안팎으로 노동을 하는 것으로 나타났다. 학습시간은 청년 1인가구가 하루 평균 81분으로 독보적으로 길었고, 다른 유형의 가구는 약 45분 정도 학습시간을 가지는 반면 중장년 다인가구는 5분으로 가장 짧았다. 다른 사람과 함께 하는 것이 아니라 혼자 가정관리를 하는 시간은 1인가구가 약 65분 안팎으로 상대적으 로 짧은 반면, 중장년 다인가구는 114분으로 1인가구보다 약 2배 정도 길었다. 혼자서 가족을 돌보는 시간은 청년세대 다인가구가 하루평균 62분으로 가장 길었다. 가정관리 와 가족돌봄을 포함하여 무급노동을 혼자 수행하는 시간은 모든 가구 유형 중에서 청년 1인가구가 66분으로 가장 짧은 반면, 청년 다인가구는 148분으로 가장 길었다. 이러한 결과는 청년세대가 혼자 사느냐 그렇지 않으냐에 따라 무급노동 시간에서의 격차가 가장 크게 발생하고 있음을 보여주는 바이다. 표 4. 가구유형별 시간사용 실태 (N=17,304) 구분 평균 표준편차 유의도 구분 평균 표준편차 유의도 관계재 시간 청년1 74.2 105.030 F= 60.720*** 학습 청년1 81.6 174.220 F= 300.459*** 청년2+ 121.8 124.964 청년2+ 45.8 140.333 중장년1 121.9 125.868 중장년1 44.5 133.358 중장년2+ 137.5 131.094 중장년2+ 4.5 36.522 Total 128.5 128.356 Total 24.8 102.999 가족 관계재 청년1 5.4 32.988 F= 141.575*** 가정 관리 청년1 63.1 74.558 F= 126.758*** 청년2+ 65.9 97.448 청년2+ 85.8 106.101 중장년1 68.5 102.434 중장년1 68.7 91.165 중장년2+ 82.9 102.353 중장년2+ 114.3 126.669 Total 73.0 100.086 Total 99.2 117.152 타인 관계재 청년1 68.8 100.652 F= 5.163*** 가족 돌봄 청년1 2.7 25.826 F= 428.536*** 청년2+ 55.8 92.235 청년2+ 61.7 109.840 중장년1 53.4 92.305 중장년1 7.9 39.495 중장년2+ 54.6 86.911 중장년2+ 20.6 55.122 Total 55.5 89.781 Total 33.9 80.997 개인 유지 청년1 700.2 119.222 F= 39.600*** 무급 노동 청년1 65.8 78.558 F= 104.019*** 청년2+ 697.1 119.754 청년2+ 147.5 185.803 중장년1 712.3 120.340 중장년1 76.6 106.128 중장년2+ 681.5 113.399 중장년2+ 134.8 146.947 Total 689.8 116.787 Total 133.1 159.566 임금 노동 청년1 274.4 278.555 F= 39.962*** 교제 여가 청년1 225.6 164.333 F= 23.205*** 청년2+ 233.5 276.921 청년2+ 176.6 148.214 중장년1 277.4 284.673 중장년1 189.7 149.730 중장년2+ 282.3 274.917 중장년2+ 180.4 142.172 Total 264.1 277.349 Total 181.3 146.013 한편 혼자 문화활동을 하고 운동을 하며 여가를 누리는 시간은 청년 1인가구가 225분 으로 모든 유형의 가구 중에서 가장 길었다. 반면, 청년 다인가구는 혼자 여가를 누리는 시간이 176분으로 모든 가구유형 중에 가장 짧았다. 혼자 문화활동을 하고 여가를 누리 는 시간은 여럿이 함께 있는 시간과의 비교를 통해보면 흥미롭다. 변미리(2015)의 연구 에서는 1인가구의 절반 정도가 혼자 여가생활을 누리고, ‘친구와 함께’한다는 응답이 그 다음 비중을 차지한다고 분석하였으나, 생활시간조사 분석결과 모든 유형의 가구에 서 여럿이 함께 있는 시간보다 혼자 여가생활을 하는 시간이 공통적으로 길었다. 그런데
2개 시간에서의 격차가 발견되었는데, 청년 1인가구를 제외한 다른 유형의 가구에서는 여럿이 있는 시간보다 혼자 문화활동을 하는 시간이 하루평균 약 40-70분 정도 더 긴 반면, 청년 1인가구는 무려 150분 정도 더 길었고 이는 다른 사람과 함께 있는 시간보다 거의 3배 높은 수준이었다. 영향요인 분석을 실시하기에 앞서, 본 연구에서는 청년 1인가구가 다른 사람과 함께 있는 시간들이 24시간이라는 동일한 시간 자원을 배분하는 과정에서 다른 활동들과 어떠한 관계에 있는지를 먼저 검토하였다. <표 5>에 제시한 것과 같이 다른 사람과 함께 있는 시간은 임금노동이나 학업 시간과 부적인 관계에 있었다. 한편, 여럿이 함께 있는 시간이 아니라 혼자 문화활동이나 여가생활을 누리는 시간을 중심으로 보면, 이 시간 역시 임금노동이나 학업시간과 부적인 관계에 있었다. 반면 혼자 하는 가정관리 시간과는 정적인 관계에 있는 것으로 나타났다. 주목해서 볼 것은 여럿이 함께 하는 시간과 혼자 하는 여가시간 간의 관계이다. 두 시간 간에는 10% 오차 범위 내에서 정적 인 관계에 있는 것으로 나타났다. 이것은 여럿이 함께 있는 시간이 늘어난다고 혼자 여가를 누리는 시간이 줄어드는, 즉 두 가지 시간이 대체재 관계가 아니라는 것을 의미 한다. 표 5. 청년1인가구의 영역별 시간간 관계 (N=637) 함께하는시간 개인유지 임금노동 학업 혼자가정관리 혼자돌봄 개인유지 .064 임금노동 -.378*** -.407*** 학업 -.091* -.145*** -.402*** 혼자가정관리 -.029 .060 -.314*** -.102** 혼자돌봄 .030 .016 -.091* -.026 -.014 혼자여가 .065+ .039 -.574*** -.154*** .164*** -.018 첫 번째 연구문제인 청년 1인가구 중에 어떤 위치에 있는 사람들이 다른 사람과 함께 시간을 향유하고, 어떤 사람들이 혼자 여가생활을 하는지를 분석하였다. 실질적으로 청 년 1인가구가 가족과 함께 있는 시간은 하루 평균 5분이 채 되지 않았고, 분석 대상 중 소수에게만 해당했기 때문에 이들에게는 전체 관계재 시간이 곧 타인관계재 시간이
라 할 수 있다. 이에 본 연구에서는 관계재 시간, 임금노동 시간과 혼자 하는 여가 시간 사용의 실태를 검토하였다. 우선 연령을 중심으로 보면, 청년 세대 안에서도 20세부터 24세까지, 즉 후기청소년 시기에 다른 사람과 함께 있는 시간이 가장 길었다. 그렇지만 임금노동 측면에서는 30대 후반 그룹에서 임금노동 시간이 가장 길었다. 한편, 혼자 여가를 누리는 시간에서는 청년 1인가구 안에서 연령대별 차이가 발견되지 않았다. 다음으로 학력은 누군가와 함 께 하는 시간이든 혼자 여가를 누리는 시간이든 두 개의 시간 모두에서 차이가 발견되지 않았다. 그러나 임금노동에서는 고졸이하이거나 전문대 졸업의 학력에서 임금노동 시간 이 더 긴 것으로 나타났다. 학력과 관계재 시간 간에는 차이가 없었지만, 학교에 재학 중인지 여부에 따라 다른 사람과 함께 하는 시간에서 통계적으로 유의미한 차이가 나타 났다. 즉, 학교에 다니지 않는 경우와 비교하여 학교에 다닐 때 다른 사람과 함께 하는 시간이 하루 평균 20분 정도 길었다. 근로상태와 관련하여 근로여부와 종사상의 지위는 다른 사람과 함께 하는 시간이나 혼자 여가를 누리는 시간, 임금노동 시간에 모두 차이를 보이고 있다. 그렇지만, 직업이 나 개인소득은 임금노동 시간과 혼자 하는 여가시간에서만 차이가 발견되었다. 우선 근로여부를 먼저 보면, 임금노동을 할 때보다 하지 않을 때, 즉 비근로상태일 때 다른 사람과 함께 하는 시간은 하루 평균 약 20분 길었고, 혼자 하는 여가시간에서는 무려 95분 정도 길었다. 종사상의 지위를 중심으로 보면, 다른 사람과 함께 하는 시간은 임시 일용직일 때 가장 길었는데, 혼자하는 여가시간에서는 자영업, 임시일용직 순으로 길게 나타났다. 상용직이 임시일용직이나 자영업일 때보다 임금노동 시간이 하루 평균 70분 정도 길었다. 직업을 5개로 분류했을 때 혼자 여가생활을 누리는 시간은 단순노무직과 기능장치조립직 순으로 길었고, 서비스판매직이 가장 짧았다. 임금노동 시간은 기능장 치조립직과 서비스판매직 순으로 가장 길었다. 개인소득이 없거나 적은 구간에 있을 때 혼자 하는 여가시간이 일관되게 더 길게 나타났고, 반대로 개인소득이 높은 구간으로 이동할 때 임금노동 시간이 더 길어졌다. 그 외에 미혼인 경우보다 이혼했거나 사별인 경우 다른 사람과 함께 하는 시간이 약 3분 정도 미미하게 더 길었다. 주중보다 주말에 다른 사람과 함께있는 시간, 혼자 여가생활을 하는 시간보다 길게 나타났다.
표 6. 청년 1인가구의 시간사용 분석결과 (N=637 / 단위: 분) 관계재 시간 임금노동 혼자 여가/교제 평균 (표준편차) t/F 평균 (표준편차) t/F 평균 (표준편차) t/F 성별 남성 69.6(102.980) t=-1.295 283.8(284.298) t=1.013 234.5(174.419) t=1.623 여성 80.6(107.691) 261.3(270.328) 213.1(148.557) 연령 20-24 91.0(111.623) F=2.275+ 142.3(234.507) F=18.406*** 229.9(156.511) F=.640 25-29 73.3(108.949) 289.9(278.283) 221.6(169.121) 30-34 70.7(97.374) 326.3(281.586) 236.7(176.433) 35-39 59.8(99.235) 346.3(272.884) 211.8(151.277) 학력 고졸 이하 61.7(93.402) F=1.424 335.6(287.374) F=7.818** 243.3(172.374) F=1.548 초대졸 70.5(105.801) 324.0(277.588) 227.5(163.532) 대졸 82.5(111.541) 221.6(268.181) 222.2(165.177) 원졸 이상 66.4(80.681) 284.2(258.395) 179.2(117.628) 재학 안다님 70.6(104.466) t=-1.642 329.7(275.536) t=13.259*** 220.6(162.077) t=-1.427 다님 87.4(106.423) 70.8(176.774) 244.0(171.750) 근로 여부 비근로 88.1(98.148) t=2.108* 11.0(68.656) t=-27.010*** 294.3(184.352) t=6.577*** 근로 69.1(107.077) 370.3(263.952) 200.6(148.933) 지위 상용직 63.3(102.813) F=2.487+ 395.4(266.842) F=109.232** * 190.4(149.391) F=15.601*** 임시일용 85.0(112.987) 323.2(254.318) 215.9(153.310) 자영 71.1(114.886) 324.3(254.772) 229.3(137.310) 비근로 88.0(98.694) 7.3(48.070) 294.4(184.023) 직업 관리전문 70.9(104.719) F=1.404 358.9(258.305) F=63.099*** 197.4(143.866) F=9.101*** 사무 66.6(99.370) 354.9(265.690) 197.3(148.698) 서비스판매 76.2(125.475) 381.8(244.056) 187.4(143.871) 기능장치 53.1(89.759) 405.8(300.711) 221.6(164.793) 단순노무 83.7(110.908) 350.0(266.171) 225.1(156.099) 비근로 88.0(98.694) 7.3(48.070) 294.4(184.023) 개인 소득 없음 89.2(114.652) F=.349 3.3(20.000) F=43.147*** 278.1(153.210) F=3.941** 1-99 74.5(90.122) 86.1(177.712) 258.0(186.473) 100-199 72.3(104.839) 321.3(278.272) 226.7(166.387) 200-299 70.2(104.541) 367.2(272.881) 205.1(149.367) 300+ 81.2(126.470) 391.2(261.212) 190.0(141.969) 혼인 무배우 74.0(104.684) t=-.168* 272.4(278.597) t=-.719 228.1(166.326) t=1.539 유배우 77.2(112.163) 308.3(279.566) 184.7(121.054) 주말 여부 주중 47.3(67.290) t=-7.509*** 378.8(264.818) t=14.392*** 182.6(145.997) t=-8.585*** 주말 117.5(136.070) 106.3(209.633) 294.9(168.787)
3. 청년1인가구의 시간에 미치는 영향요인
본 절에서는 두 번째 연구문제인 다른 사람과 함께 하는 시간, 혼자 하는 여가시간, 그리고 임금노동 시간에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위하여 토빗 회귀분석과 다중 회귀분석을 실시한 결과를 <표 7>부터 <표 8>까지 제시하였다. 첫째, 다른 사람과 함께 누군가를 돌보고 가정을 관리하며 문화생활을 하고 사회활동에 참여하는 등 관계를 누 리는 시간 측면에서는 남성보다 여성인 경우 이 시간이 더 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 여성이 사회적 네트워크 형성이나 교제시간이 남성보다 길다는 선행연구 의 결과와 일치하는 바이다(이진숙 등, 2014; Banks et al., 2009). 직업은 비근로 상태를 기준으로 할 때 관리전문직, 사무직, 서비스판매직, 기능장치조립직 등 4개 직종에 있을 때 관계재 시간이 모두 감소하였는데, 기능장치조립직과 관리전문직일수록 다른 사람과 함께 누리는 시간의 감소폭이 더 컸다. 소득이 없는 경우를 기준으로 할 때 청년 1인가 구의 개인소득이 300만원 이상일 경우 다른 사람과 함께 하는 시간이 증가하였다. 종사 상의 지위를 중심으로 보면 비근로상태를 기준으로 상용직이거나 자영업일 경우 다른 사람과 함께 누리는 시간이 유의미하게 감소하였다. 이를 종합해보건대 청년 1인가구의 사회적 관계 시간은 관리전문직이거나 기능장치조립직종에 있으면서 상용직 상태의 남 성일수록 감소하는 반면, 월평균 소득이 300만원 이상의 상대적 고소득 상태에 있으면 서 여성일수록 증가하는 것을 확인할 수 있었다. 두 번째로, 임금노동 시간에 미치는 영향요인을 분석하였다. 분석 결과, 청년 1인가구 집단 안에서 남성을 기준으로 여성인 경우 임금노동 시간이 유의미하게 감소하였다. 교육수준은 고졸 이하를 기준으로 전문대 졸업이거나 대학졸업의 경우 임금노동 시간이 감소하였고, 재학여부를 중심으로 보면 재학중을 기준으로 할 때 학교에 다니지 않는 경우 임금노동 시간이 증가하였다. 직업은 비근로를 기준으로 모든 직종에서 임금노동 시간이 증가하였는데, 증가의 크기가 가장 큰 직종은 서비스판매, 단순노무직 순으로 나타났다. 비근로를 기준으로 할 때 모든 종사상의 지위에서도 임금노동 시간이 증가하 였는데, 이 때 상용직일 경우 임금노동 시간이 증가하는 폭이 가장 크게 나타났다. 소득 은 청년1인가구의 소득이 없을 때를 기준으로 근로시간 영향요인 분석모델에서 300만 원 이상의 소득을 벌 때에 임금노동 시간이 증가하였다. 한 가지 흥미로운 것은 청년 1인가구 안에서 월소득 300만원 이상의 고소득이 가진 영향력이다. 앞서 <표 5>에서제시한 바와 같이 임금노동시간과 사회적관계 시간은 부적 상관관계에 있었고, 분석에 포함된 변수의 방향성은 2개의 시간에 서로 다른 영향력을 미치고 있다. 그런데 월소득 300만원 이상의 소득은 임금노동 시간과 사회적 관계 시간에 동일한 방향으로 영향을 미치고 있으며, 소득이 없는 경우를 기준으로 고소득일 때 임금노동 시간과 사회적 관계 시간이 모두 증가하는 것으로 나타났다. 표 7. 사회적 관계와 임금노동시간의 영향요인(토빗 모형) 사회적 관계 시간 임금노동 시간 모델1 모델2 모델1 모델2 (상수) - 13.189(55.119) - 7.728(55.955) - 138.051(157.376) - 152.380(156.715) 성별(기준: 남성) 24.475(12.146)* 23.663(12.906)+ - 73.595(24.674)** - 73.456(26.419)** 연령 - 1.440(1.335) - 1.571(1.333) - 1.885(2.609) - 1.795(2.584) 학력(기준: 고졸 이하) 전문대졸 11.033(17.625) 7.257(17.670) - 69.532(33.551)* - 58.684(33.413)+ 대졸 25.523(16.307) 22.537(17.133) - 105.821(32.502)*** - 81.069(33.132)* 대학원졸 19.344(28.311) 20.144(29.958) - 25.653(55.501) 10.172(58.610) 재학여부(기준: 재학) 21.995(22.311) 23.678(22.365) - 127.359(52.572)* - 135.507(52.194)** 지위(기준: 비근로) 상용직 - 52.622(20.084)** 680.937(55.304)*** 임시일용직 - 19.184(19.808) 655.937(54.321)*** 자영업 - 48.877(26.454)+ 627.370(63.491)*** 직업(기준: 비근로) 관리전문직 - 41.322(21.690)+ 631.568(56.427)*** 사무직 - 38.920(22.326)+ 619.564(57.416)*** 서비스판매직 - 39.747(21.389)+ 730.007(56.403)*** 기능장치조립 - 47.149(25.085)+ 638.146(60.226)*** 단순노무 - 7.439(28.639) 652.140(66.357)*** 개인소득(기준: 없음) 1-100 3.604(28.006) 6.360(28.054) 112.110(135.950) 102.328(134.252) 101-200 38.801(31.981) 34.792(32.035) 211.340(138.293) 230.745(136.545)+ 201-300 49.776(33.480) 43.746(33.367) 189.712(139.784) 208.330(137.852) 300 이상 73.825(35.542)* 68.971(35.517)+ 247.041(141.669)+ 255.547(139.845)+ 주말여부(기준: 주중) 87.477(11.828)*** 87.772(11.903)*** - 459.048(26.550)*** - 471.262(26.811)*** Pseudo R2 0.0134 0.0131 0.1123 0.1139 Log likelihood - 2745.1549 - 2746.0054 - 2525.711*** - 2521.027*** LR X2 74.72*** 73.02*** 638.96 648.32 +<.1, *<.05, **<.01, ***<.001
마지막으로, 혼자 하는 문화생활이나 여가 시간에 미치는 영향요인을 분석하였다. 분석 결과, 청년 1인가구 집단 안에서 성별은 앞서 임금노동이나 사회적 관계에 모두 영향을 미치는 요인으로 나타났으나 혼자 하는 여가 시간에는 유의미한 차이를 보이지 않고 있다. 학력은 다른 사람과 함께 있는 시간에서 차이를 유발하지 않았으나, 혼자 하는 여가시간에서는 대학졸업 이상 고학력집단으로 갈수록 이 시간이 감소하였다. 종 표 8. 혼자 하는 여가 시간의 영향요인(다중회귀 모형) 모델1 모델2 (상수) 124.902(58.892)* 252.322(56.772)*** 성별(기준: 남성) - 17.066(12.448) - 17.827(13.184) 연령 2.033(1.355) 2.022(1.351) 학력(기준: 고졸 이하) 전문대졸 - .485(17.913) - 7.055(17.909) 대졸 - 19.972(16.669) - 31.205(17.494)+ 대학원졸 - 40.505(29.355) - 57.804(30.994)+ 재학여부(기준: 재학중) - 23.436(22.771) - 18.559(22.758) 지위(기준: 비근로) 상용직 27.752(18.407) 임시일용직 32.487(22.143) 자영업 120.111(20.991)*** 직업(기준: 비근로) 관리전문직 - 86.295(22.374)*** 사무직 - 97.518(23.104)*** 서비스판매직 - 128.315(22.104)*** 기능장치조립 - 97.606(25.596)*** 단순노무 - 93.081(29.632)** 개인소득(기준: 없음) 1-100 7.557(28.921) 10.333(28.887) 101-200 8.720(32.980) - .602(32.906) 201-300 - .011(34.535) - 11.792(34.224) 300이상 - 21.036(36.793) - 27.476(36.605) 주말여부(기준: 주중) 108.588(12.218)*** 111.738(12.269)*** Adj R2 .178*** .177*** +<.1, *<.05, **<.01, ***<.001
사상의 지위에서는 앞서 상용직일 때 다른 사람과 함께 하는 시간이 증가하는 것으로 나타났었는데, 혼자 하는 여가시간에서는 자영업인 경우 유의미하게 증가하였다. 한편, 앞서 임금노동과 사회적관계 시간에 모두 영향력을 미치던 개인소득 변수는 혼자하는 여가에서는 유의미한 영향력이 발견되지 않았다.
Ⅴ. 결론
노인의 문제로 인식되었던 고독사가 청년들 사이에서 등장하고 있고, 혼밥과 혼술 등 혼자하는 문화가 청년세대에 만연해있는 상황에서 본 연구는 최근 급증하고 있는 청년1인가구에 주목하여 그들의 사회적 관계는 어떠한 상태인가를 분석하였다. 보다 정확한 데이터에 기반한 분석을 위하여 생활시간조사를 활용하여 청년들이 다른 사람과 함께 하는 시간, 혼자 하는 여가시간, 그리고 임금노동 시간의 실태와 각각의 시간에 영향을 미치는 요인을 규명하였다. 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 청년1인가구가 다른 사람과 함께 있는 시간은 하루에 약 74분으로, 이는 다른 유형의 가구보다 55-60%에 불과할 정도로 짧은 수준이며, 시간 량 측면에서 50-60분 정도의 격차가 있었다. 한편 혼자 문화활동을 하고 운동을 하며 여가를 누리는 시간은 청년 1인가구가 225분으로 모든 유형의 가구 중에서 가장 길었 다. 이를 통해 볼 때 청년 1인가구의 삶이 누군가와 함께 하기보다 혼자 하는 시간으로 채워져가고 있음을 확인할 수 있었다. 둘째, 청년 1인가구 중에서 사회적 관계가 가장 긴 집단은 여성이면서, 20세부터 24세까지 후기 청소년시기에 있고 학교에 다니거나 비근로상태일 때였다. 셋째, 사회적 관계 시간에 영향을 미치는 요인 분석 결과, 여성이 면서 월평균 개인소득이 300만원 이상의 고소득일 때 사회적관계 시간이 증가한 반면, 종사상의 지위가 상용직이거나 직업이 관리전문직, 기능장치조립직종에 있을 때 사회적 관계 시간의 감소폭이 컸다. 한편, 임금노동시간의 영향요인 분석에서는 상용직이면서 직종이 서비스판매직일 때 임금노동시간의 증가폭이 가장 컸고, 남성이면서 월평균 소 득이 300만원 이상의 고소득일 때 임금노동시간이 증가하였다. 청년1인가구의 고소득 상태는 임금노동과 사회적관계 시간을 동시에 증가시키는 요인으로 나타났다.연구의 함의는 다음과 같다. 첫째, 이론적 함의로서 본 연구는 생활시간조사라는 일상 생활을 면밀히 보여주는 데이터를 통해 청년1인가구의 삶을 분석하였다. 특히 분석의 과정에서 청년 다인가구, 중장년1인가구와 중장년 다인가구와의 비교를 통해 청년 1인 가구가 구체적으로 사회적관계나 혼자 하는 여가, 임금노동에 투입되는 시간에서 어떠 한 특성이 있는지를 밝혀냈다. 이러한 연구결과는 청년에 관한 연구주제 및 연구흐름에 함의를 제공한다고 본다. 지금까지 청년과 관련된 연구는 전술한 바와 같이 한국사회에 서 청년이 당면한 주거, 빈곤, 고용문제 등을 중심으로 전개되고 있으며, 이들 연구를 통해 한국사회 청년의 현실이 보다 정확하고 심도있게 규명되고 있다. 그럼에도 불구하 고 사회과학 연구가 사회현상을 진단하는 것뿐만 아니라 예측하고, 사회변화를 선도해 야 하는 역할을 가지고 있음을 고려해볼 때, 청년관련 연구주제의 범위를 확대시키는 것 역시 의미있는 작업이다. 청년을 위한 사회안전망이 실업과 주거를 넘어 삶의 질을 전반적으로 보장하는 방향으로 확대되기 위해서는 관련 연구의 주제 역시 확대될 필요 가 있다. 둘째, 실천적 함의로서 본 연구는 사회복지 실천현장에서 지금까지 존재하지 않았던 ‘대상’인 청년기의 중요성을 강조하였다. 지금까지 사회복지 실천현장은 소위 문제를 가진 대상 중심으로의 접근이 이루어졌고, 이 과정에서 생애주기별로 볼 때 아동청소년 시기 이후 사회복지실천의 대상은 노년기로 건너뛰었었다. 청년기부터 중장년기에 이르 기까지의 인구층은 빈곤이나 장애와 같이 소득에 영향을 미치는 중요한 요인이 없는 한 사회복지실천 현장에서 ‘주민’으로 존재해왔거나 혹은 잠재적인 ‘자원봉사자’로서 존 재해왔던 것이 사실이다. 그러나 청년 역시 사회복지현장에 포함되어야 하는 집단이다. 굳이 1인가구에 국한하지는 않았지만, 사회복지공동모금회와 한국사회복지관협회가 2016년부터 빈곤청년을 지원하는 ‘희망플랜’ 사업을 실시하고 있으며, 태화기독교사회 복지관은 1인가구 청년층을 대상으로 평생학습동아리 ‘청년사이다’를 조직하여 청년공 동체 문화 형성을 지원하고 있다. 이와 같이 사회복지현장은 청년층을 대상으로 한 실천 적 개입이 확대되어야 할 것이다. 셋째, 정책적 함의로서 지금까지 진행된 청년정책은 주거나 일자리 중심으로 구성되 어왔다. 그러나 본 연구에서는 청년 지원정책 범위와 초점의 확대를 제안하고자 한다. 청년정책이 일자리나 취업에 국한되는 것이 아니라 보장정책으로 전환되어야 하고, 청 년의 취업률을 올리는 것이 목표가 아니라 삶의 질을 전반적으로 보장하는 데 초점을
맞추어 정책을 설계해야 할 것이다. 단순히 고용-노동 분야에 그치지 않고, 전통적인 복지정책만이 아니라, 다층적인 사회적 배제를 해소하기 위한 새로운 유형의 정책으로 서 청년 공간을 조성하거나 청년의 사회참여 촉진을 위한 사회적 관계망을 형성하는 정책 등이 시도될 필요가 있겠다(김영민, 2017). 서울시에서 소규모 청년커뮤니티 활동 을 지원하는 ‘청년참’ 사업이나 금천구에서 혼자 사는 청년을 위한 ‘혼밥족 맞춤형 건강 관리 종합대책’ 등이 좋은 사례가 될 수 있겠다. 이와 같이 청년을 위한 정책은 변화하는 가족 형태에 따라 청년이라는 대상에 적합한 새로운 형태의 사회안전망을 구축하는 전 략으로 전개되어야 할 것이다. 본 연구는 최근 급증하고 있는 청년1인가구에 주목하여 그들의 사회적 관계 실태와 영향요인을 심층적으로 분석했다는 의의가 있다. 그럼에도 불구하고 몇 가지 한계는 여전히 해결하지 못하였음을 밝힌다. 가장 큰 한계는 사회적 관계를 ‘시간량’으로 측정하 는 것이 적절한가이다. 전술한 바와 같이 거의 대부분의 관계재 연구가 관계재를 ‘함께 한 시간’으로 측정하고 있기는 하지만 긴 시간 함께 있었음에도 불구하고 어색한 관계가 있을 수 있고, 비록 짧은 시간밖에 같이 있지 못했지만 매우 긴밀하고 깊이있는 관계가 있을 수 있다. 그러나 본 연구는 관계재 개념을 수량화하는 과정에서 관계의 질적인 측면까지 반영하지는 못하였다. 둘째, 본 연구의 대상 연령이 청년이기 때문에, 분석대 상이 가진 속성을 고려할 필요가 있는데, 청년들의 경우 대면관계가 아니더라도 SNS를 통한 사회적 관계가 매우 중요한 부분을 차지한다. 그런데 본 연구에서 분석자료로 활용 한 2014년 생활시간조사 자료의 행동분류 방식은 온라인을 통한 사회적 관계를 포착하 기 어렵기 때문에 이 부분이 충분히 반영되지 않은 한계 역시 존재한다. 노혜진은 중앙대학교에서 사회복지학 학․석․박사학위를 받았으며, 현재 KC대학교에서 조교수로 재직 중이다. 주요 관심분야는 여성빈곤, 다차원적 빈곤과 가족정책, 시간연구이며, 현재 청년니 트, IMF이후 생애과정 궤적 등을 연구하고 있다. (E-mail: zizizi79@hanmail.net)
참고문헌
권소영, 강시은, 엄세원, 박지수, 이재림. (2017). 청년 남녀의 사회경제적 특성 및 세대관 계 특성이 결혼의향에 미치는 영향. 한국가족관계학회지, 21(4), pp.3-25. 금재호. (2013). 청년의 고용불안과 재취업. 노동리뷰, 4, pp.66-82. 김균. (2013). 이스털린 역설과 관계재. 사회경제평론, 42, pp.19-48. 김기헌, 하형석, 신인철. (2016). 청년 사회경제 실태 및 정책방안 연구1. 세종: 한국청소년 정책연구원. 김도균, 최석현, 유보배. (2017). 경기도 청년구직지원금 도입을 위한 기초연구. 수원: 경기 연구원. 김서현, 조희선. (2017) 남성 독거노인의 공동체 참여 과정에 관한 연구. 가족과 문화, 29(4), pp.53-93. 김수정. (2010). 청년층의 빈곤과 이행의 곤란. 사회보장연구, 26(3), pp.49-72. 김영란. (2014). 노인1인가구 돌봄지원을 위한 지역사회 노인돌봄공동체 제안. 젠더리뷰, 33, pp.21-32. 김영미. (2016). 계층화된 젊음: 일, 가족형성에서 나타나는 청년기 기회불평등. 사회과학 논집, 47(2), pp.27-52. 김영민. (2017). 청년 니트 문제 해결을 위한 종합적 청년정책 필요성: 청년기본법 제정과 취업률 중심의 청년정책 탈피. 청년니트 200만 시대, 무엇을 바꾸어야 하는가 자료 집. 서울: 서울시청년활동지원센터. 김정숙, 김기헌, 황세영. (2015). 동북아 청소년정책 국제비교 연구. 세종: 한국청소년정책 연구원. 김지경. (2015). 20대 청년, 후기청소년정책 중장기 발전전략 연구: 4년제 일반대학 재학 및 졸업자를 중심으로. 세종: 한국청소년정책연구원. 김태완, 최준영. (2017). 청년의 빈곤실태: 청년, 누가 가난한가. 보건복지포럼, 244, pp.6-19. 김혜영, 선보영, 진미정, 사공은희. (2007). 1인 가구의 비혼 사유와 가족의식. 서울: 한국 여성정책연구원.김혜영. (2014). 유동하는 한국가족: 1인 가구를 중심으로. 2014 한국가족사회복지학회 추계학술대회 발표논문집. pp.3-22. 김희연, 김군수, 빈미영, 신기동. (2013). 무연사회 우리의 미래인가. 이슈&진단, 113, pp.1-25. 노혜진. (2017). 관계재로서 함께하는 시간의 실태와 영향요인 및 분해. 사회복지연구, 47(3), pp.117-143. 류기락. (2012). 노동시장제도와 청년 고용: OECD 주요 국가 노동시장의 제도적 상보성, 1985~2010. 경제와 사회, 96, pp.252-287. 류재린. (2017). 관계재가 노인의 행복에 미치는 영향에 관한 연구. 사회보장연구, 33(3), pp.29-57. 민인식, 최필선. (2012). STATA 고급 패널데이터분석. 서울: 지필미디어. 박미선. (2017). 1인 청년가구 주거여건 개선을 위한 정책 지원 방안. 국토정책 Brief, 627, pp.1-8. 박애리, 심미승, 박지현. (2017). 청년세대의 주거 빈곤 진입과 주거 불안정성 인식에 관 한 연구. 청소년복지연구, 19(2), pp.1-20. 반정호. (2012). 1인 가구의 사회경제적 특성과 변화. 월간 노동리뷰, 2012.4, pp.55-67. 변미리, 신상영, 조권중. (2008). 서울시 1인가구 증가와 도시정책 수요연구. 서울: 서울연 구원. 변미리. (2015). 도시에서 혼자 사는 것의 의미: 1인가구 현황 및 도시정책 수요. 한국심리 학회지: 문화 및 사회문제, 21(3), pp.551-573. 송인주. (2016). 서울시 고독사 실태파악 및 지원방안 연구. 서울: 서울시복지재단. 안홍순. (2016). 청년세대를 위한 사회적 형평성 제고 방안. 사회복지정책, 43(3), pp.59-83. 우민희. (2015). 정상성의 경계에 선 청년세대 일인가구: 여가활동과 가족 가치관을 중심으 로. 석사학위논문, 이화여자대학교. 윤명수, 조민수. (2017). 청년층 비정규직의 정규직 전환의 성별 차이. 여성경제연구, 14(1), pp.43-81. 이무선. (2016). 다항 로짓모형을 이용한 청년 1인가구의 주거 점유형태 영향요인 분석. 한국산학기술학회논문지, 17(6), pp.469-481.
